失業(yè)率對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響

1、失業(yè)率對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響 摘要 近年來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長(zhǎng)，但失業(yè)率也在同步增長(zhǎng)。這明顯是違背“奧肯定律”的。下面我們對(duì)gdp與失業(yè)率進(jìn)行回歸分析，找出中國(guó)失業(yè)率與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的真實(shí)關(guān)系，為探索降低失業(yè)率、提高國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的最佳道路提供理論依據(jù)。關(guān)鍵詞 失業(yè)率、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、奧肯定律一、 問(wèn)題的提出美國(guó)著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家?jiàn)W肯（okun，a），在擔(dān)任約翰遜總統(tǒng)時(shí)期的經(jīng)濟(jì)顧問(wèn)委員會(huì)主席時(shí)，為了使總統(tǒng)、國(guó)會(huì)和公眾相信，如果把失業(yè)率從7%降到4%，會(huì)使全國(guó)經(jīng)濟(jì)收益匪淺，便根據(jù)美國(guó)55個(gè)季度（19471960年）的失業(yè)率和實(shí)際gnp的變化資料，通過(guò)簡(jiǎn)單的回歸方程，估算出當(dāng)失業(yè)率超過(guò)自然失業(yè)率水平（4

2、%）時(shí)，失業(yè)率每增加1%，實(shí)際gdp將損失3%。其方程式為:y=1-3x。式中y為實(shí)際gnp的變化率（%），x為失業(yè)率的季度變化率（%）。結(jié)果產(chǎn)生了著名的“奧肯定律”。近年來(lái)，中國(guó)城鎮(zhèn)登記失業(yè)率一直處于小幅攀升態(tài)勢(shì)。1999年到2000年，失業(yè)率一直保持在3。1%左右，2001年升至3。6%，2002年升至3。6%，2002年底為4%，2003年一季度末為4。1%，全年目標(biāo)控制在4。5%。就業(yè)與失業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的重新界定會(huì)在一定程度上影響失業(yè)率。據(jù)人民日?qǐng)?bào)報(bào)道，勞動(dòng)和社會(huì)保障部對(duì)就業(yè)與失業(yè)的概念作了重新界定，按照新的標(biāo)準(zhǔn)，“失業(yè)人員”指男在1660歲、女在1655歲的法定勞動(dòng)年齡內(nèi)、有工作能力，無(wú)業(yè)、

3、要求就業(yè)而未能就業(yè)的人員。雖然從事一定社會(huì)勞動(dòng)，但勞動(dòng)報(bào)酬低于當(dāng)?shù)爻鞘芯用褡畹蜕畋Ｕ蠘?biāo)準(zhǔn)的，視同失業(yè)。反觀中國(guó)的gdp，卻一直呈穩(wěn)定的上升趨勢(shì)，自從1978年改革開(kāi)放以來(lái)，經(jīng)濟(jì)一直保持較高速度的增長(zhǎng)，年平均增長(zhǎng)率達(dá)到9。4%，但就業(yè)并沒(méi)有相應(yīng)的增長(zhǎng)。下表我們列出了中國(guó)自1978年以來(lái)的gdp與失業(yè)率（城鎮(zhèn)登記失業(yè)率）。表一：年份gdp（億元）城鎮(zhèn)失業(yè)率（%）19783624.15.319793899.55.419804517.84.919814752.73.819825185.23.219835750.42.319846624.51.919858964.41.8198610202.22.01

4、98711962.52.0198814928.32.0198916909.22.6199018547.92.5199121617.82.3199226638.12.3199334634.42.6199446759.42.8199558478.12.9199667884.63.0199774462.63.1199878345.23.1199982067.53.1200089468. 13.1200197314.83.62002104790.64.0資料來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒從表中可以看到，中國(guó)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長(zhǎng)，但失業(yè)率也在同步增長(zhǎng)。這明顯是違背“奧肯定律”的。下面我們對(duì)gdp與失業(yè)率進(jìn)行回歸分析。設(shè)方程

5、為u=-ax+b(其中u為失業(yè)率的變化，即u=，x為gdp增長(zhǎng)率，用百分?jǐn)?shù)表示，x=。用表一中的數(shù)據(jù)回歸得：dependent variable: dumethod: least squaresdate: 11/30/04 time: 20:51sample(adjusted): 1979 2002included observations: 24 after adjusting endpointsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-0.0019340.001649-1.1725210.2535dy0.0090510.0092810.

6、9752670.3400r-squared0.041442 mean dependent var-0.000542adjusted r-squared-0.002129 s.d. dependent var0.004043s。e。 of regression0.004047 akaike info criterion-8.101868sum squared resid0.000360 schwarz criterion-8.003697log likelihood99.22241 f-statistic0.951146durbin-watson stat0.803347 prob(f-stat

7、istic)0.340030由回歸分析的結(jié)果可見(jiàn)，gdp的變化與失業(yè)率的變化無(wú)顯著相關(guān)關(guān)系，且dy的系數(shù)為正值，與奧肯定律相悖。下面的散點(diǎn)圖也印證了這一說(shuō)法。就中國(guó)的具體情況而言，怎樣對(duì)這一悖論作出合理的解釋，下面將依據(jù)中國(guó)的實(shí)際情況進(jìn)行探討。 二、理論綜述對(duì)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與失業(yè)率背離“奧肯定律”（即高增長(zhǎng)與高失業(yè)并存的現(xiàn)狀），理論界具有代表性的解釋有： 1從總量方面考察投入變化，來(lái)解釋這種背離。在具體分析上有兩種觀點(diǎn): a勞動(dòng)投入貢獻(xiàn)在gdp中下降，從而就業(yè)相應(yīng)下降，失業(yè)也就相應(yīng)增加。（湯光華1999）要素投入對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)在改革前后都是最大的，其次才是要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)（科學(xué)技術(shù)的進(jìn)

8、步）。在要素投入中，又是以資本的投入為主。資本的貢獻(xiàn)和要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)逐步提高，而勞動(dòng)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)逐漸減小。根據(jù)按要素分配理論，勞動(dòng)投入貢獻(xiàn)率減小意味著失業(yè)的相對(duì)增加。 b應(yīng)區(qū)分有效勞動(dòng)投入和名義勞動(dòng)投入。（龔玉泉，袁志剛2002）與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相伴的是名義就業(yè)率的下降和有效就業(yè)量的上升。就業(yè)增長(zhǎng)的質(zhì)量效應(yīng)大于數(shù)量效應(yīng)，從而使我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)增長(zhǎng)之間呈現(xiàn)出不一致性。 2強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)就業(yè)的影響。主要觀點(diǎn)可以概括為：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式發(fā)生了變化，粗放型增長(zhǎng)向集約型增長(zhǎng)轉(zhuǎn)變，從而擠出了就業(yè)；就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整相對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)遲緩帶來(lái)結(jié)構(gòu)性失業(yè)，體制改革導(dǎo)致原本就存在的隱性失業(yè)凸顯出來(lái)。如王國(guó)榮

9、（2001）中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與失業(yè)背離，其根源在很大程度上是體制性隱性失業(yè)顯性化與結(jié)構(gòu)性失業(yè)共同作用的結(jié)果；張本波（2002）認(rèn)為，我國(guó)20世紀(jì)90年代以來(lái)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)增長(zhǎng)不一致的原因在于：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)增長(zhǎng)的互動(dòng)模式發(fā)生了根本性改變。而引起就業(yè)彈性模式改變的因素主要包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，宏觀制度變遷，市場(chǎng)化過(guò)程等。我們認(rèn)為：導(dǎo)致高增長(zhǎng)，低就業(yè)的原因主要是隱性失業(yè)的大量存在。目前我國(guó)國(guó)內(nèi)的就業(yè)登記制度不夠健全，我國(guó)目前實(shí)行的城鎮(zhèn)失業(yè)登記率，只能反映失業(yè)的局部情況，即只能反映登記者而不能反映未登記者，只能反映城鎮(zhèn)而不能反映農(nóng)村，只能反映顯性失業(yè)而不能反映隱性失業(yè)。因此，失業(yè)比例并不顯得很高，容易導(dǎo)

10、致盲目樂(lè)觀。據(jù)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)者估計(jì)，我國(guó)的實(shí)際失業(yè)率可能已達(dá)15-20%。只要將隱性失業(yè)造成的影響排除掉，即找到一個(gè)真實(shí)的失業(yè)率，中國(guó)依然存在穩(wěn)定的“奧肯定律”。 我們的理論和其他學(xué)者的研究的不同之處：很多學(xué)者在用奧肯模型時(shí)，都是用經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和失業(yè)率來(lái)做回歸，而我們是按照奧肯的原義，看失業(yè)的增長(zhǎng)會(huì)造成實(shí)際gdp與潛在gdp的偏離有多大。三、中國(guó)經(jīng)濟(jì)奧肯模型的校正奧肯提出這一定律的出發(fā)點(diǎn)是為了測(cè)度“可能的產(chǎn)出額”（即在充分就業(yè)條件下整個(gè)經(jīng)濟(jì)所能生產(chǎn)出來(lái)的產(chǎn)出額），它確立在u=的基礎(chǔ)上?！皧W肯定律”即代表由于u與的偏離造成產(chǎn)出額的損失（y-y）。所以“奧肯定律”標(biāo)準(zhǔn)模型為：u-u=-（y-y）（u為真

11、實(shí)失業(yè)率）造成中國(guó)城鎮(zhèn)失業(yè)率與gdp增長(zhǎng)回歸不顯著的原因是多方面的，其中最主要的一個(gè)原因就是失業(yè)率的統(tǒng)計(jì)失真。在此我們用社會(huì)失業(yè)率來(lái)替代城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，并結(jié)合中國(guó)的實(shí)際情況對(duì)奧肯方程進(jìn)行了一定的改進(jìn)：用社會(huì)失業(yè)率代表失業(yè)率來(lái)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)損失率做回歸，從而在一定程度上說(shuō)明社會(huì)失業(yè)率對(duì)gdp增長(zhǎng)造成的損失。數(shù)學(xué)模型為：u=a+b*y （1-1）其中：u為社會(huì)失業(yè)率 y為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)損失率 a為自然失業(yè)率（即因勞動(dòng)合理流動(dòng)而導(dǎo)致的摩擦性失業(yè)） b為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)損失率的彈性系數(shù)由（1-1）式整理得： y=（1/b）*（u-a）即社會(huì)失業(yè)率導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)損失的數(shù)學(xué)模型。我們將從這個(gè)模型出發(fā)，定量地研究社會(huì)失業(yè)率對(duì)中

12、國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率造成的損失。（一）社會(huì)失業(yè)率的界定目前，我國(guó)統(tǒng)計(jì)的失業(yè)率是城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，但城鎮(zhèn)登記失業(yè)率來(lái)代替中國(guó)整體的失業(yè)率明顯有兩個(gè)漏洞：第一，沒(méi)有包括城鎮(zhèn)中已經(jīng)失業(yè)而沒(méi)有登記的人，也沒(méi)有包括雖然從事一定社會(huì)勞動(dòng)，但勞動(dòng)報(bào)酬低于當(dāng)?shù)爻鞘芯用褡畹蜕畋Ｕ蠘?biāo)準(zhǔn)的人。第二，沒(méi)有包括大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力。其中，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力數(shù)量龐大，據(jù)農(nóng)村調(diào)查課題組估計(jì)：中國(guó)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力為1。5億左右。這些勞動(dòng)力資源的閑置對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)造成的損失是不可小視的。 所以要反映中國(guó)的失業(yè)狀況和失業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)造成的真實(shí)影響，必須把大量的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力記入失業(yè)人員。關(guān)于農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的計(jì)算方法，主要有以下幾種：1國(guó)際對(duì)比法：即在農(nóng)業(yè)

13、產(chǎn)值比重相當(dāng)?shù)膰?guó)家或一個(gè)國(guó)家的歷史時(shí)期中，找到一般農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比重標(biāo)準(zhǔn)，然后將中國(guó)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)比重與此標(biāo)準(zhǔn)對(duì)照，如果有多出的部分視為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力。 2調(diào)查法： rdu=re-tue-pe-ie-fe-ce （1-2）其中：rdu農(nóng)村剩余勞動(dòng)量 re農(nóng)村總就業(yè)量 tue鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)量 pe私營(yíng)企業(yè)就業(yè)量 ie個(gè)體勞動(dòng)就業(yè)量 fe流入城市崗位就業(yè)量 ce農(nóng)村資源可容納就業(yè)量公式中的各項(xiàng)指標(biāo)由抽樣調(diào)查獲得。 3耕地法：首先確定農(nóng)村勞動(dòng)力按勞動(dòng)能力每人平均可耕種的土地面積，根據(jù)耕地保有量和農(nóng)村勞動(dòng)力人數(shù)來(lái)計(jì)算。rdu=rl-耕地面積/單位面積土地應(yīng)當(dāng)容納的勞動(dòng)力人數(shù) （1-3） 其中：rdu農(nóng)村剩余勞動(dòng)

14、力 rl農(nóng)村勞動(dòng)力人數(shù)即土地所能吸納的勞動(dòng)力，由于城鄉(xiāng)二元體制，造成農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)困難，所以留在農(nóng)村中那部分邊際產(chǎn)出為零的農(nóng)村勞動(dòng)，也就是剩余勞動(dòng)力。根據(jù)有關(guān)專家的研究，中國(guó)一個(gè)農(nóng)村勞動(dòng)力可耕種的土地面積約為四畝。由此可得社會(huì)失業(yè)率：社會(huì)失業(yè)率=（農(nóng)村剩余勞動(dòng)力+城鎮(zhèn)失業(yè)人員）/（總就業(yè)人員+城鎮(zhèn)失業(yè)人員）注：農(nóng)村剩余勞動(dòng)力我們采用耕地法計(jì)算。根據(jù)公式（1-3），我們可算出農(nóng)村剩余勞動(dòng)力。表二 1987年2002年中國(guó)社會(huì)失業(yè)率 單位：萬(wàn)人年份城鎮(zhèn)失業(yè)人員農(nóng)村剩余勞動(dòng)力總就業(yè)人員社會(huì)失業(yè)率1985238.510982.24498730.2239151986264.411221.92512820

15、.2228351987276.611692.26527830.2255741988296.212311.34543340.230781989377.913309.3553290.24571990383.214201.82639090.2268551991352.215055.58647990.2364931992363.914951.84655540.2323461993420.114237.92663730.2194541994476.413708.96671990.2096091995519.613340.32679470.2024331996552.86252.56688500.0980

16、561997576.86499.64696000.10083719985716872.68699570.10554219995757258.38713940.10884420005957257.92720850.10804820016817034.6730250.10468120027708021.26737400.117988資料來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（二）潛在gdp增長(zhǎng)率的計(jì)算；按照“奧肯定律”的三大假定：1，單一的發(fā)達(dá)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)；2，相對(duì)稀缺的勞動(dòng)力資源；3，失業(yè)的公開(kāi)化。可見(jiàn)，在“奧肯定律”中，勞動(dòng)力資源充分利用時(shí)產(chǎn)出，為潛在產(chǎn)出。我們用柯布道格拉斯（cobb-doglos）生產(chǎn)函數(shù)來(lái)表示

17、總量生產(chǎn)函數(shù)。即：y=akl （）注：規(guī)模報(bào)酬不變這個(gè)前提已被數(shù)據(jù)所支持，n.喬治.曼昆，戴維.羅墨，以及戴維.n.威爾等人用近70多個(gè)國(guó)家（包括中國(guó)）的數(shù)據(jù)以柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)經(jīng)典的索羅增長(zhǎng)模型，得出這一結(jié)論。要計(jì)算潛在gdp的增長(zhǎng)，首先，必須確定資本和勞動(dòng)投入對(duì)產(chǎn)出的彈性系數(shù)（），以及社會(huì)資本存量（k）和充分就業(yè)是的勞動(dòng)量（l），還有由技術(shù)進(jìn)步而引起的綜合要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)（a）。1 資本和勞動(dòng)的投入對(duì)產(chǎn)出的彈性系數(shù)（）的確定由要素貢獻(xiàn)率=要素報(bào)酬率的基本原則，可以用國(guó)民收入（ni）即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)凈值（gdp-折舊）的報(bào)酬分配比例來(lái)確定資本和勞動(dòng)投入對(duì)產(chǎn)出的彈性系數(shù)。中國(guó)勞動(dòng)和資本在國(guó)內(nèi)

18、生產(chǎn)凈值中的報(bào)酬分配比例如表：表三 勞動(dòng)分配比例與資本分配比例（19852002） 單位：億元年份gdp勞動(dòng)報(bào)酬折舊勞動(dòng)分配比例資本分配比例19858964.41014.626427.850.41447630.585524198610202.21459.3246553.890.41548270.584517198711962.52081.6366758.410.39683230.603168198814928.33197.1486935.430.41458140.585419198916909.23877.1327216.370.40354570.596454199018547.94404.0

19、487537.780.39405470.605945199121617.85508.7647845.890.41541410.584586199226638.17381.428184.550.39017710.609823199334634.410422.1888578.930.41699950.583001199446759.415196.028769.350.39504840.604952199558478.119805.3328964.770.39978840.600212199667884.623506.4689118.430.41601870.583981199774462.6260

20、98.0129217.570.41512680.584873199878345.227562.9249437.890.38421090.615789199982067.528958.3969671.510.41441120.585589200089468.131892.9369735.760.41426420.585736200197314.834991.2089836.780.41455970.5856442002104790.637523.1210982.80.39504120.604959注：勞動(dòng)報(bào)酬分配比例=勞動(dòng)報(bào)酬/（gdp-折舊） 資本報(bào)酬分配比例=1-勞動(dòng)報(bào)酬分配比例資料來(lái)源：中

21、國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒 其中“折舊”由中國(guó)平均折舊率計(jì)算得到由上表可知，中國(guó)的勞動(dòng)分配比例和資本分配比例是相對(duì)穩(wěn)定的，所以，勞動(dòng)對(duì)產(chǎn)出的彈性系數(shù)確定為0.4，資本對(duì)產(chǎn)出的彈性系數(shù)確定為0.6，以下計(jì)算按此數(shù)據(jù)進(jìn)行。2資本存量（k）和實(shí)際就業(yè)人員（l）的確定 1）在中國(guó)的統(tǒng)計(jì)年鑒中沒(méi)有對(duì)資本存量的統(tǒng)計(jì)，對(duì)于社會(huì)資本存量，我們采用增量來(lái)推算存量，即對(duì)新增固定資本逐年扣除折舊，一旦折舊提取完畢，就不再視為固定資本存量。這樣，只要新增固定資本的統(tǒng)計(jì)年限足夠長(zhǎng)，就可以方便的推算出社會(huì)資本存量。 即：對(duì)于固定資本的平均折舊率，考慮到固定資產(chǎn)投資中建筑安裝工程與設(shè)備購(gòu)置的比例大體為6：4，而建筑無(wú)的平均折舊年限為20年

22、，設(shè)備的平均折舊年限為10年，由此可以把綜合折舊年限定為16年，即綜合折舊率為6。25%。在按統(tǒng)一價(jià)格換算各年固定資本形成總額的基礎(chǔ)上按照6.25%的綜合折舊率增量推算存量，就得到中國(guó)各年固定資本存量及其增長(zhǎng)率（見(jiàn)表）。表四：1985年2002年中國(guó)社會(huì)資本存量 年份社會(huì)資本存量（億元）社會(huì)資本增長(zhǎng)率（%）198532683.210.144294198637284.980.140799198742429.390.137976198848186.30.135682198954634.120.13381199061860.980.132277199169965.870.13101819927906

23、0.080.129981199389268.70.1291251994100732.30.1284171995114455.80.1362371996130215.90.1376961997147018.50.12903719981662360.13071519991857010.1170922000207012.40.1147622001231287.60.11726520022603320.125577資料來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒注：社會(huì)資本存量（n）=社會(huì)固定資本投資（n-1）*(1-0.0625)+社會(huì)固定資本投資（n）2）而實(shí)際就業(yè)人員以當(dāng)年就業(yè)人員為準(zhǔn)。3由技術(shù)進(jìn)步而引起的綜合要素生產(chǎn)率

24、（a）總量生產(chǎn)函數(shù)可由柯布道格拉斯（cobb-doglos）生產(chǎn)函數(shù)來(lái)表示： （1） （）-規(guī)模報(bào)酬不變 其中：表示資本的產(chǎn)出彈性（） 表示勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性（） a表示引起產(chǎn)出增長(zhǎng)的技術(shù)進(jìn)步因素，且y，k，l，a都是t的函數(shù)。 對(duì)（1）式兩邊取自然對(duì)數(shù)得： (2) 對(duì)（2）式兩邊微分得： （3） 又則（3）式變形為： （4） -增長(zhǎng)函數(shù)的分解式令為全部要素生產(chǎn)率的提高率（）；為資本增長(zhǎng)率（）；為實(shí)際就業(yè)增長(zhǎng)率則（4）式變形為： 整理得： 在資本和勞動(dòng)對(duì)產(chǎn)出的彈性系數(shù)（），以及社會(huì)資本存量確定后，可求出綜合要素提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。表五 19852002年中國(guó)逐年的綜合要素生產(chǎn)率年份19850.3

25、532191108760.60.40.1442940.0347739485860.25273313119860.1380795145240.60.40.1407990.02825175946910.0422994111987060.40.1379760.02926952926950.07804780519880.247924764890.60.40.1356820.0293844609060.15476178119890.1326942786520.60.40.133810.01831265874040.04508321519900.09691174035440.60

26、.40.1322770.155072385187-0.04448341419910.1655119986630.60.40.1310180.01392605110390.08133077819920.2322299216390.60.40.1299810.01165141437370.14958075619930.3001828208470.60.40.1291250.01249351679530.21771041419940.3500854641630.60.40.1284170.01244481942960.26805733619950.2506169882420.60.40.136237

27、0.01113111802260.16442234119960.1608550893410.60.40.1376960.01328976996780.07292158119970.09689973867420.60.40.1290370.01089324618740.0151202419980.05214161203070.60.40.1307150.00512931034483-0.02833911219990.04751152591350.60.40.1170920.0205411895879-0.0309601520000.09017698845460.60.40.1147620.009

28、678684483290.01744831520010.0877038855190.60.40.1172650.01304016092110.01212882120020。07682079190420.60.40.1255770.00979116740842-0.002441875注：為資本分配比例為勞動(dòng)分配比例為資本增長(zhǎng)率為實(shí)際就業(yè)增長(zhǎng)率=為要素生產(chǎn)率的提高率為實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率4潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率在綜合要素生產(chǎn)率的變動(dòng)固定之后，按照資本存量的增長(zhǎng)及其對(duì)產(chǎn)出的彈性系數(shù)，以及假設(shè)充分就業(yè)情況下的勞動(dòng)力增長(zhǎng)（潛在就業(yè)增長(zhǎng)），及對(duì)產(chǎn)出的彈性系數(shù)，可由 計(jì)算出潛在增長(zhǎng)率表六 在19852002中國(guó)逐年的潛在

29、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率年份19850.2527331310.60.1442940.40.3465490574170.47792919860.0422994110.60.1407990.40.3336341442460.26023219870.0780478050.60.1379760.40.3402361318870.29692819880.1547617810.60.1356820.40.3498383807340.37610619890.0450832150.60.133810.40.3578868340290.2685241990-0.0444834140.60.1322770.40.5632533

30、035330.26018419910.0813307780.60.1310180.40.3336057127630.29338419920.1495807560.60.1299810.40.3224003132780.35652919930.2177104140.60.1291250.40.3016017591370.41582619940.2680573360.60.1284170.40.2850400387060.45912419950.1644223410.60.1362370.40.2712268477430.35465519960.0729215810.60.1376960.40.1

31、249441602840.20551719970.015120240.60.1290370.40.1255235735610.1427521998-0.0283391120.60.1307150.40.1243585729470.0998331999-0.030960150.60.1170920.40.147856204810.09843820000.0174483150.60.1147620.40.13321550054200121288210.60.1172650.40.133059904320.1357122002-0.0024418750.60.1255770

32、.40.1462417393210.131401注：潛在的就業(yè)增長(zhǎng)，即（當(dāng)年的從業(yè)人員+城鎮(zhèn)失業(yè)人員）/上年實(shí)際就業(yè)人數(shù) 實(shí)際就業(yè)人數(shù)=上年從業(yè)人員-農(nóng)村富余勞動(dòng)力代表潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率三、社會(huì)失業(yè)率導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的損失我們將實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系的差額看著是經(jīng)濟(jì)的損失，用經(jīng)濟(jì)損失與社會(huì)失業(yè)率作回歸，即用上文的數(shù)學(xué)模型： 注： y（經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)損失率）= a為自然失業(yè)率 b為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)損失率的彈性系數(shù)表七 19852002中國(guó)社會(huì)失業(yè)率與潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)損失年份-u19850.4779290.3532191108760.124710.22391519860.2602320.138079514524

33、0.1221520.22283519870.29692801243870.22557419880.3761060.247924764890.1281810.2307819890.2685240.1326942786520.135830.245719900.2601840.09691174035440.1632720.22685519910.2933840.1655119986630.1278720.23649319920.3565290.2322299216390.1242990.23234619930.4158260.3001828208470.1156430.21

34、945419940.4591240.3500854641630.1090390.20960919950.3546550.2506169882420.1040380.20243319960.2055170.1608550893410.0446620.09805619970.1427520.09689973867420.0458520.10083719980.0998330.05214161203070.0476910.10554219990.0984380.04751152591350.0509260.10884420000.1395920.09017698845460.0494150.1080

35、4820010.1357120.0877038855190.0480080.10468120020.1314010.07682079190420.054580.117988注：-是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)損失率 u為社會(huì)失業(yè)率對(duì)y和u進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)得：首先，對(duì)y進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)我們根據(jù)akaike info criterion和schwarz criterion可知y的無(wú)約束方程為滯后0階的方程。adf test statistic-2.041221 1% critical value*-4.6193 5% critical value-3.7119 10% critical value-3.2964*mack

36、innon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.augmented dickey-fuller test equationdependent variable: d(y)method: least squaresdate: 12/27/04 time: 11:02sample(adjusted): 1986 2002included observations: 17 after adjusting endpointsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. y(-

37、1)-0.4147690.203197-2.0412210.0605c0.0639920.0334071.9155680.0761trend(1985)-0.0030520.001616-1.8882770.0799r-squared0.233250 mean dependent var-0.004125adjusted r-squared0.123714 s.d. dependent var0.018618s.e. of regression0.017428 akaike info criterion-5.102686sum squared resid0.004252 schwarz cri

38、terion-4.955648log likelihood46.37283 f-statistic2.129439durbin-watson stat1.911196 prob(f-statistic)0.155804從adf test statistic可知應(yīng)接受，進(jìn)入下一步，做f檢驗(yàn)。有約束方程模型為d(y)=c+,回歸結(jié)果如下：dependent variable: dymethod: least squaresdate: 12/27/04 time: 11:20sample(adjusted): 1986 2002included observations: 17 after adju

39、sting endpointsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-0.0041250.004515-0.9135940.3745r-squared0.000000 mean dependent var-0.004125adjusted r-squared0.000000 s.d. dependent var0.018618s.e. of regression0.018618 akaike info criterion-5.072386sum squared resid0.005546 schwarz criterion-5.02337

40、3log likelihood44.11528 durbin-watson stat2.189036最后，用公式計(jì)算出標(biāo)準(zhǔn)的f值：= 4.26058325494因?yàn)閒f (1,14)=1.44，所以拒絕，意味著0， 含時(shí)間趨勢(shì)。繼續(xù)做t檢驗(yàn)。又因?yàn)?2.041221=0.6912，所以拒絕，為退勢(shì)平穩(wěn)過(guò)程。其次，對(duì)u進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)同理，根據(jù)akaike info criterion和schwarz criterion可知u的無(wú)約束方程為滯后0階的方程。adf test statistic-1.963073 1% critical value*-4.6193 5% critical value-

41、3.7119 10% critical value-3.2964*mackinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.augmented dickey-fuller test equationdependent variable: d(u)method: least squaresdate: 12/27/04 time: 12:22sample(adjusted): 1986 2002included observations: 17 after adjusting endpointsvariablecoef

42、ficientstd. errort-statisticprob. u(-1)-0.3916980.199533-1.9630730.0698c0.1041710.0561241.8560690.0846trend(1985)-0.0043250.002382-1.8160310.0908r-squared0.219257 mean dependent var-0.006231adjusted r-squared0.107722 s.d. dependent var0.026813s.e. of regression0.025327 akaike info criterion-4.355089

43、sum squared resid0.008981 schwarz criterion-4.208052log likelihood40.01826 f-statistic1.965820durbin-watson stat1.812335 prob(f-statistic)0.176830從adf test statistic可知應(yīng)接受，進(jìn)入下一步，做f檢驗(yàn)。有約束方程模型為d(y)=c+,回歸結(jié)果如下：dependent variable: dumethod: least squaresdate: 12/27/04 time: 12:24sample(adjusted): 1986 200

44、2included observations: 17 after adjusting endpointsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-0.0062310.006503-0.9581750.3522r-squared0.000000 mean dependent var-0.006231adjusted r-squared0.000000 s.d. dependent var0.026813s.e. of regression0.026813 akaike info criterion-4.342874sum squared re

45、sid0.011503 schwarz criterion-4.293861log likelihood37.91443 durbin-watson stat2.050608最后，用公式計(jì)算出標(biāo)準(zhǔn)的f值：=3.93141075604因?yàn)閒f (1,14)=1.44，所以拒絕，意味著0， 含時(shí)間趨勢(shì)。繼續(xù)做t檢驗(yàn)。又因?yàn)?1.963073=0.6912，所以拒絕，為退勢(shì)平穩(wěn)過(guò)程。由此可得，y和u均為退勢(shì)平穩(wěn)過(guò)程，下面對(duì)模型進(jìn)行回歸：通過(guò)回歸得：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/05/04 time: 11:13sample: 1

46、985 2002included observations: 18variablecoefficientstd. errort-statisticprob. u0.6478920.03950216.401340.0000c-0.0203140.007437-2.7312910.0148r-squared0.943860 mean dependent var0.095587adjusted r-squared0.940352 s。d。 dependent var0.040293s。e。 of regression0.009841 akaike info criterion-6.300109sum squared resid0.001549 schwarz criterion-6.201179log likelihood58.70098 f-statistic269.0041durbin-watson stat2.189342 prob(f-statistic)0.000000由eviews回歸得到如下回歸模型：y=-0.020314+0.647892*u=0.647892（u-0.03135）(0.7437) (